我国居民健康的机会不平等

论文总字数：11420字

摘 要

：目的 健康是与每个人都息息相关的话题，有关于健康的平等性研究也一直是一项重要的社会课题。本文回顾了机会不平等理论，Roemer机会不平等模型，以及在Roemer模型的基础上一些学者做的实证研究，然后在此基础上去分析我国居民健康的机会不平等。 方法 在机会不平等模型与条件平等法的思路下用charls数据进行了实证研究。 结果 发现我国的整体健康水平的基尼系数为0.3674，按照国际通用的指标，处在一个相对合理的范围。用拟合值计算出的基尼系数为0.1765，这反映了可归因于环境的整体不平等。但是由于只考虑到了部分的环境变量，所以这是机会不平等的下限。机会不平等引起健康不平等在总体中的比例为42%。 结论 环境因素中，户籍、地域、父亲社会地位、是否参加医保等都对健康结果有显著影响，并计算了各个因素所占的比重。最后，文章根据得出的结论提出了一些相应的建议，以减小机会不平等。

关键字：健康；机会不平等；公平

Chinese residents’ inequality of opportunity in health

Abstract: Objective Health is a topic that is closely related to everyone. It is the basis for economic activities. Research about the equality of health has always been an important social issue on the World. This paper reviews the theory of opportunity inequality, the Roemer opportunity inequality model, and the empirical research done by some scholars based on the Roemer model. Then on this basis, we will analyze the inequality of opportunity for the health of Chinese residents. Methods Under the idea of opportunity inequality model and conditional equality method, empirical research was carried out with Charls data. Results It is found that the Gini-coefficient of China's overall health level is 0.3674, which is in a relatively reasonable range according to internationally accepted indicators. The Gini-coefficient calculated from the fitted values is 0.1765, that reflects the overall inequality attributable to the environment. But since only some of the environmental variables are considered, this is the lower limit of opportunity inequality. The proportion of inequality of health caused by inequality of opportunity is 42% of the population. Conclusion Among the environmental factors, household registration, geography, father's social status, and participation in medical insurance have a significant impact on health outcomes, the proportion of each factor is calculated. At the end,, the article proposes some corresponding recommendations based on the conclusions to reduce opportunity inequality.

Key words: Health ; inequality of opportunity ; fairness

1 引言

2006年世界银行发展报告中重点报道了不平等问题，中共十九大报告中也指出来“要完善国民健康政策，为人民群众提供全方位全周期健康服务”。健康是人生存和发展的重要基础，与我们每个人都息息相关。在国家层面，一个国家健康经济发展和社会进步的重要指标。机会平等是世界范围内一项重要的社会课题，健康的不平等的存在是对我国居民福利的损害，保障机会公平对实现社会公平正义具有重要意义。

2 介绍

2.1 机会不平等

最近几十年，政治哲学的关注点已经从结果公平转向了机会公平。所谓机会平等是指个人的优势应该只取决于自身的努力，与家庭背景等超出个人控制的因素无关。

Rawls的正义理论需要满足两个原则，其一就是“公平的机会平等原则”，这是一种实质平等，各种社会地位应该向社会开放，所有人获取的机会平等，不应有差异，主张国家对自由市场机制进行限制。Rawls的开创性工作被认为是在重塑平等主义的正义。与 Sen的能力平等概念一起，罗尔斯的社会初级商品平等取代了客观标准的主观效用。一旦这些商品和能力得到平等分配，剩余的不平等就被视为个人选择的合法后果。像Rawls和Sen一样，Dworkin不将福利平等作为一个有效标准：人们是不同的，不同环境至少部分地影响了个人选择和结果。问题是找到一个适当补偿个人的资源分配方法以应对这些不同的境况，这形成了Dworkin的资源平等概念。Arneson的“福利机会均等”理论和Cohen的“优势机会均等”理论都对Dworkin的理论进行了补充。Roemer用数理方法将这一哲学理念引入经济学分析框架^1，2。

2.2 Roemer机会不平等理论

经济学家Roemer在Dworkin的理念上强调了个人应该为什么负责，“负有责任的”与“任意的”因素是机会平等的关键。因此所有影响个人优势的的因素都归入两类因素，即由个人负责的努力因素，和超出个人控制的环境因素，像遗传天赋和父母收入等在很大程度上被视为健康不平等的非法来源。相反，由于生活方式导致的健康状况差异通常被视为是合理的个人选择。例如，为了评估健康机会平等，研究人员可以将生活方式（是否健康饮食，饮酒，吸烟等）定义为努力因素，种族和家庭背景等定义为环境因素¹。

由所有处在相同环境下的个体构成一个类型T（1,2,3…i,j…），这个类型中包含有限并且连续的个体，努力的分布是类型本身的特征。Roemer模型对机会平等的定义为：相同努力水平的各种社会类型的健康结果相同，健康的机会是平等的³。

如果将个人的优势表示为 y=f（T，e，），T代表个人所处类型，这由环境决定，e代表努力，代表了政策，个人的优势由这三项共同决定。

举个例子，如果用y表示个体的工资收入能力，个人所处的类型由他父母的社会经济地位（SES）决定，努力由他上学的年数代表，政策是国家对每个学生的教育支出，会根据学校所在区域的社会经济特征而有所不同。在这里我们不会让个人对他父母的SES负责，因为这超出个人控制，而只对他所上学的年数负责。一个机会平等的政策需要在不同学校之间分配教育预算，以便尽可能地使每个努力程度相同的最终获得的工资相等，不管其所处的SES类型是什么。更直观地说，该政策将对低SES区域中的每个学生花费比在高SES区域中的学生更多，用于补偿处境不利的个人。

假设一个有优势的高SES类型中个体的努力分布在区间[6，10]，处于劣势的SES类型中个体的努力分布在[3，7]，两个类型中受教育年数都为7的个体，虽然看起来努力程度相同，但是事实上，处于劣势的个体需要花费更大的努力，他们应该得到相同的优势。Roemer 认为个人的环境会对努力分布产生影响，环境对努力的分布的影响超出了个人的控制，本身构成了一种环境，这种效应称为“偏环境效应”。个人不需要对其负责，而需要负责的只是所处类型中的相对努力程度。因此Roemer 用个体在所属类型中努力的分位数来衡量个体的相对努力程度（），这也被称为RIA识别方法⁴。

评价一个社会是否是公正，Roemer采用了“极大极小原则”来汇总不同的努力水平，该原则应使那些处境最差的人群的“优势”最大化。一个公平地社会应该满足：

采用分位数的概念后，对努力分布在相同分位点的进行加总，则上面的式子写为：

3 文献综述

Roemer机会平等理论提出后，卫生经济学领域，一些学者做了机会平等相关的实证研究。比如Rosa Dias运用英国国家儿童发展数据进行实证研究，发现英国儿童存在相当大的持续的健康机会不平等，这个机会不平等主要来自于儿童期的健康禀赋、父母的社会经济背景等“环境”因素。环境既可以直接影响成年期的健康，也可通过受教育程度等因素间接影响健康。表明，虽然一些不公正环境的影响只能在童年时期解决，但补充教育政策的实施对减轻机会不平等可能是十分有效的⁵。Rosa Dias还将John Roemer的机会不平等框架与Grossman健康资本模型和健康需求相结合，提出了一个健康机会不平等的行为模型，对偏环境问题进行了重点讨论，并将机会不平等研究扩展到自评健康以外，例如长期疾病，残疾和心理健康，为第三因素的存在提供了证据，这些因素同时影响健康结果和生活方式选择⁶。

国内学者利用机会不平等理论的框架也进行了一些实证研究。如马超以中国烟民为例，探讨机会平等框架下对医保筹资中“个体责任”⁷。还有学者探讨了性别工资差异与与影响城乡收入的制度因素^8，9。

在我国居民健康的机会不平等研究方面，顾海、李佳佳将影响城乡居民医疗需求的因素分为了禀赋因子、环境因子、制度因子三类，依据机会不平等理论认为环境因子和制度因子是医疗需求的机会不平等来源。结果表明，参保类型、共付率等制度因素对于城乡居民的医疗需求和医保补偿都具有显著的影响。因此政府在负责医疗资源再分配时的重点应该是慢慢缩小城乡制度差距¹⁰。

马超等在“补偿原则”下讨论了城乡医疗服务利用机会不平等，并用分析得出实际城乡医疗服务利用存在机会不平等，主要原因是城乡收入差距和医疗的城乡歧视，并讨论了如何去 “补偿”农村居民¹¹。熊跃根，黄静也研究发现，城乡居民存在着严重的医疗服务利用不平等，农村居民处于不利地位。绝大部分的医疗服务利用差异来源于城乡居民的“能力”差异¹²。

还有学者评价了政策对健康机会不平等的影响。马超、曲兆鹏研究了城乡医保统筹背景下流动人口医疗保健的机会不平等，分析发现事前补偿原则与事后补偿原则的冲突¹³。马超、赵广川等用双重差分DID方法，分析结果表明城乡医保一体化制度使得农村居民过去一个月的门诊次数与医疗费用显著提高了，但在住院方面，没有显著的影响。马超、宋泽等用双重差分法研究了医保统筹医疗服务公平利用的政策效果，结果表明医保统筹有效缓解了门诊利用次数上的城乡机会不平等，但在促进城乡住院机会平等方面作用不显著¹⁴。

4 实证模型

Fleurbaey在补偿原则下定义出了“公正缺口”概念用以实证研究，用以衡量群体间的机会不平等程度。给定一个理想的“环境”（记为），在理想环境下的个体“优势”为 =f（， e），实际优势与理想环境下的优势之差（-y）就是公正缺口¹⁵。

对应于鼓励原则的是条件平等法，本文借鉴了Rosa Dias的计算方法⁵，再结合马超在探讨我国居民的健康服务利用的不平等的计算方法，估计了各部分环境因素的比重¹⁶。

在“条件平等法”的分析思路下，固定努力变量为，使其为 0，即y =f(c,)，这样相当于忽略了努力变量。建立回归方程，如：

y iC （1）

计算i=Ci=yi-i。计算拟合值的基尼系数G（i），衡量由于环境导致的整体健康不平等。这反映了可归因于环境的整体不平等。但是由于只考虑到了部分的环境变量，未能穷尽所有环境因素，所以构成了机会不平等的下限。G（ i）/G（yi）可视为机会不平等的相对程度。

在忽略某一环境变量cj时，计算出的拟合值的基尼系数，用G(i-cj)表示，根据（2）式：

[G（i）- G(i-cj)]/G(i) （2）

可以计算各个环境因素cj的贡献程度。

本文没有考虑环境和努力之间的部分相关性，因为在Roemer模型的背景下，这些部分相关性也应被视为环境因素对待，因为它们体现了由努力引导的不公正环境对健康的间接影响。这样计算出的结果不仅包含了“环境”的直接影响还包括了间接影响。

5 数据与分析

5.1 数据与变量

本文使用的数据来自《中国健康与养老追踪调查2013年追访问卷》，Charls数据是由北大国发院、北大中国社会科学调查中心与北大团委共同合作的的大型跨学科调查项目，收集了中国45岁及以上中老年人家庭和个人的微观数据，用以分析我国人口老龄化问题，推动老龄化问题的跨学科研究。Charls全国基线调查于2011年开展，覆盖150个县级单位，450个村级单位，约1万户家庭中的1.7万人。

在实证研究中，因为自评健康能够较为全面地反映个人的健康状况，因此广泛用于卫生经济学。也有学者用整体健康构造了虚弱指数¹⁷来表示个体的健康结果。本文采用自评健康表示个体健康结果，即个人的优势。自评健康分为五个等级：极好，很好，好，一般，不好。

结合Charls数据，本文考虑的环境变量主要有性别、户籍、地域、到医疗机构的距离、父母的受教育程度（从1至11依次表示未受过教育到博士毕业），父母的社会地位（根据父母的工作类型，如农、林、牧、渔、水利业生产人员为1，国家机关、党群组织、企业、事业单位为2），幼少年期居住地。由于Charls中很少包含了个人健康禀赋的相关问卷，因此本文没有涉及健康禀赋的相关变量。

努力变量主要有与生活方式相关的每周烟草消耗量，饮酒指数，以及受教育程度、婚姻状态、年收入、是否有商业医疗保险、保健费用、社交活动频率等。这些因素虽然受到环境的严重制约，但也反映了个人的选择。本文主要变量的摘要统计数据如表1所示。

表1 摘要统计量

变量	样本量	均值	标准差	最小值	最大值
自评健康	1332	3.457	1.052	1	5
父亲受教育程度	1332	2.395	1.779	1	10
母亲受教育程度	1332	1.571	1.309	1	9
父亲社会地位	1332	1.124	0.301	1	2
母亲社会地位	1332	1.043	0.203	1	2
户籍（1=农村，2=城市）	1332	1.223	0.446	1	2
是否参加医保（0=否，2=是）	1332	0.929	0.256	0	1
地域（0=东部，1=其他）	1332	0.325	0.435	0	1
十六岁前居住地（1=农村，2=城市）	1332	1.137	0.344	1	2
到医疗机构距离	976	8.856	58.121	0	50
性别（1=女，2=男）	976	1.245	0.499	1	2
婚姻状态（1=未婚，2=已婚）	976	1.127	0.332	1	2
受教育程度	976	3.748	2.032	1	11
每周烟草消耗量	976	17.779	12.629	0	101
喝酒指数（1=基本不，2=偶尔，3=经常）	976	1.341	0.681	1	3
商业医疗保险（0=无，1=有）	976	0.030	0.171	0	1
年收入(单位：万元)	976	0.3555	5881.7	200	31.00
社交活动频率（1=很少，2=偶尔，3=经常）	976	1.928	0.876	1	3

数据来源：CHARLS

5.2 机会不平等的衡量

根据前面所述的（1）式计算出的各项数值列在表2当中。在计算基尼系数时也有学者利用有序 Probit 模型使有序的自评健康转化为连续的健康变量，从而来计算¹⁸。

表2 机会不平等的衡量

机会不平等上限	G（yi）	0.3674
机会不平等下限	G（ y ̂i ）	0.1765
机会不平等 （相对程度）	G（ y ̂i ）/G（yi）	0.42
各“环境”变量的 比重		父亲受教育程度 0.02	母亲受教育程度 0.009	父亲社会地位 0.075
		母亲社会地位 0.023	十六岁前居地 0.002	性别 0.038
		是否有医保 0.084	地域 0.014	户籍 0.011

资料来源：CHARLS

间接标准化的伪基尼系数G（i）的值，它衡量了可归因于环境的整体不平等，标准化回归中使用的环境因素如下：性别、地域虚拟变量、户籍、地域、到医疗机构的距离、父母的受教育程度、父母的社会地位、幼少年期居住地。

根据自评健康直接计算出的我国的整体健康水平的基尼系数G（yi）为0.3674，按照国际通用的指标，这个数值处在一个相对合理的范围（0.3-0.4为相对合理）。这个数代表了包含所有因素导致的机会不平等，因此是机会不平等的上限。用拟合值i计算出的基尼系数为0.1765，这反映了可归因于环境的整体不平等。但是由于只考虑到了部分的环境变量。未能穷尽所有环境因素，所以这构成了机会不平等的下限。

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